審計市場結構與審計質量

摘 要：審計委員會制度是我國完善市場監管的一大重要舉措。本文以我國證券市場為背景，從審計委員會財務專長出發，以2017-2021年A股上市公司為研究樣本探究審計市場結構對審計質量的影響。實證結果表明，我國審計市場結構與審計質量呈負相關關系，而審計委員會財務專長能夠有效緩解審計市場的負相關作用，即審計委員會財務專長能提高公司審計質量，本文為審計委員會財務專長的治理機制增加新證據。

關鍵詞：審計市場結構；審計委員會財務專長；審計質量

基金項目：中國礦業大學（北京）大學生創新訓練項目資助（202205018）

一、引言

由于缺乏有效的內部自審程序，證監會、審計委員會等機構薪資直接由管理層負責，在多種因素共同作用下，導致了公司財務舞弊事件的產生。

審計委員會的誕生具有其歷史必然性。中國證監會在2018年對《上市公司治理準則》進行了修訂，并指出上市公司應當建立審計委員會對其自身進行監管。

審計委員會制度實施以來，一些學者對審計委員會和審計質量之間的關系進行了分析實證。結果表明，設立審計委員會的公司發生報表重述現象的幾率更低，但其作用并不穩定。且審計委員會及其成員的相關特征及專長是影響財務信息質量的重要因素，若審計委員會的成員欠缺相關會計專業知識，將會導致審計委員會無法辨認管理層的違規操作，從而出現賬實不符等現象。此外，不同審計市場集中度下，審計報告質量也有所差異。基于此，本文將將兩者聯系起來，以2016-2021年度設立審計委員會的A股上市公司為研究對象，對我國市場審計質量進行分析，討論審計委員會財務專長在不同的市場集中度下對審計質量的調節作用，為明確審計委員會財務專長在市場集中度與審計質量之間的調節作用增加經驗證據。

二、文獻綜述和假設研究

（一）審計市場結構對審計質量影響

DeAngelo將審計質量定義為會計師發現客戶的會計系統存在違規現象并且報告這些違規現象的聯合概率。Boone et al.（2012）以美國各城市審計市場為樣本研究，發現地區審計市場集中度與審計質量反向變動。

中國學者劉明輝等（2013）研究發現國內審計市場集中度與審計質量在一定范圍內同向變動，但到達峰值后二者將呈現負相關關系；徐京平和孫振杰（2021）也發現，低集中度的市場結構更利于保證審計有效性；韓維芳（2015）且中國各地區審計市場的集中度越高，出具非標意見的可能性越低，但沒有發現證據表明大所能夠減弱地區審計市場集中度與審計結果之間的關系，這證明了上市公司所選取的審計事務所是否為大所無法削弱審計市場集中度給審計報告質量帶來的影響。

據此，提出本文第一個假設：

假設H1：在控制其他條件情況下，審計市場集中度與審計質量呈負相關關系。

（二）審計委員會與審計質量

有關審計委員會與審計質量的研究中，劉力等（2008）中研究發現，在收到無保留意見的公司中，設立審計委員會的公司比沒有設立審計委員會公司有更大的優勢。我們以一家公司具備專業會計能力的審計委員會成員的比例來判定審計委員會是否具有財務專長。在此基礎上，潘珺等（2017）發現，審計委員會財務專家的獨立性能夠為企業盈余管理程度提供正反饋。石勝貴（2021）實證表明審計委員會特征和審計質量之間的關系顯著，當審計委員會的專業性較強時，審計質量較高。

至此，結合假設一，本文提出第二個假設：

假設H2：在控制其他條件下，審計委員會財務專長能夠緩解審計市場集中度對審計質量的負向影響。

三、研究設計

（一）樣本選取和數據來源

研究樣本數據來源于CSMAR，以2017-2021年所有上海深圳A 股上市公司作為樣本，并執行如下甄選程序： 一是剔除ST、ST*的公司；二是剔除財務數據缺失的公司；三是 剔除從事金融保險行業的公司。同時為了避免極值干擾結果的可靠性，本文對連續變量進行了1%和99%的水平上的Winsorize 縮尾處理。審計委員會財務專長的數據經手工處理得到，最終得到10876條數據。

（二）模型設計和變量定義

為驗證 H1，本文參考韓維芳（2015）和趙宜一等（2021）建立模型（1），以檢驗審計市場結構與審計質量的關系：

H1：|DA|=α0+α1HERF+α2BIG10+α3SIZE +α4SOE+α5LEV +α6ROS +α7LOSS +α8INP+α9BMEET+α10DUAL +α11BSIZE +α12YEAR +α13INDUSTRY+ε （1）

其中，被解釋變量|DA|為公司該年操縱性應計利潤的絕對值。解釋變量 HERF為被審計公司所在省或直轄市的審計市場集中度，以赫芬達爾指數表示；ACFIN為審計委員會財務專長，在審計委員會成員當中，若財務專家所占比例若超過行業平均取1，反之則為0。本文將財務專家定義為：具有注冊審計員或以上專業資格等專業資格；具有豐富的財務實踐經驗，如首席財務負責人、首席會計師或金融部門主管；為相關專業的教授、講師等或博士生（王守海 2019）。若公司具有財務專長的財務委員會成員超過了行業平均值，則將其定義為具有財務專長的審計委員會。

同時為更準確檢測因變量與公司內部因素之間相關性，本文參考向銳、林融玉（2022）和張志紅（2022）等文章在回歸模型中控制了上市公司層面的以下影響因素： 公司規模（SIZE），股權性質（SOE），資產負債率（LEV），盈利能力（ROS），會計年度凈利潤（LOSS），獨立董事占比（INP），董事會勤勉性（BMEET），兩職合一（DUAL），董事會規模（BSIZE）、年度啞變量（YEAR）、行業啞變量（INDUSTRY）。

為驗證H2，在模型（1）基礎上加入審計委員會財務專長（ACFIN）與審計市場集中度（HERF）的交互項，檢驗審計委員會財務專長對審計質量和審計市場結構的影響。

H2：|DA|=β0+β1HERF+β2ACFIN+β3INTERACT+β4Big10+β5INP+β6SIZE+β7SOE+β8LEV+β9ROS+β10 LOSS+β11BMEET+β12DUAL+β13BSIZE+β14YEAR+β15INDUSTRY+ε （2）

四、實證分析

（一）描述性統計

表1 樣本描述性統計（部分）

[變量名 觀測值 Mean SD Min Max |DA| 10876 0.061 0.059 0.001 0.34 HERF 10876 0.144 0.084 0.064 0.34 ACFIN 10876 0.455 0.498 0 1 ]

表1描述了樣本的基本信息。從表中可以看出衡量公司審計質量的操縱性應計利潤（|DA|）的標準差為0.059，表明各公司操縱性應計利潤波動范圍較大。市場集中度（HERF）極小值為0.064，極大值為0.34，各省之間審計市場集中度表現出較強的地域性。審計委員會財務專長（ACFIN）均值為0.455，標準差為0.489，說明市場上具有審計委員會財務專長的公司不占多數，且個體之間表現出較強的差異性。

（二）相關性分析

表2 相關性分析結果（部分）

[ |DA| HERF ACFIN |DA| 1 HERF 0.017* 1 ACFIN -0.023** 0.020** 1 ]

注：*、**、*** 分別代表通過 10%、5%、1%顯著性水平檢驗。

樣本的相關性分析如表2所示。操縱性應計利潤（|DA|）與市場集中度（HERF）的相關系數為0.017，達到了10%的顯著性水平。表明操縱性應計利潤與審計委員會財務專長呈顯著的正相關關系。即當審計市場集中度升高，審計質量將降低，假設1得到初步驗證。

在表2中，操縱性應計利潤（|DA|），市場集中度（HERF）與審計委員會財務專長（ACFIN）的相關系數分別為-0.023、0.020，且均在5%水平上顯著。說明盈余管理質量與審計委員會財務專長呈正相關關系、與市場集中度呈負相關關系，表明審計委員會財務專長在審計質量上與市場集中度之間可能起到一定作用。表中所有變量系數的絕對值都小于0.5，證明變量之間不存在嚴格的線性關系。

（三）回歸性分析

從表3H1列的回歸結果可知，操縱性應計利潤（|DA|）與審計市場集中度（HERF）的回歸系數在 5% 水平上顯著，表明審計市場集中度和審計質量負相關，假設H1得以驗證。

H2列回歸結果中，交互項INTERACT（HERF*ACFIN）的回歸系數為負0.026，且在5%的水平上顯著，調節效應為負，說明具有財務專長的審計委員會能夠緩解審計市場集中度對審計質量的負向影響，假設H2得以驗證。

（四）穩健性檢驗

為驗證結論真實性，本文用CR4替代HERF，用全國審計市場份額排名前四的審計師事務所收取的上市公司審計費用占總審計費用的百分比來反映市場集中度，并重復假設一、二，得到的結果（表3）與前述結果一致。

五、結論

本文搜集2017-2021年A股上市公司數據，從審計委員會財務專長視角出發探尋審計質量與審計市場集中度的關系，并得出以下結論：在控制其他條件不變的情況下，一是在一定范圍內，審計質量隨著審計市場集中度的提高而降低；二是具有財務專長的審計委員能抑制該負向作用的影響。市場集中度的提升會抑制審計市場的自由競爭，不利于審計質量提高。而如果考慮上市公司自身因素，審計委員會財務專長能夠削弱審計市場集中度提高對審計質量的負面影響，起到一定的風險抵御作用。本文為企業管理戰略提供了方向設想和證據支撐，對企業經營具有一定的啟發性。

參考文獻：

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